環境規制、綠色技術創新與工業綠色發展

周鵬飛,沈 洋

(1.重慶師范大學 經濟與管理學院,重慶 401331;2.華僑大學 數量經濟研究院,福建 廈門 361021)

一、引言及文獻綜述

改革開放以來,中國經濟建設取得了巨大成就,創造了人類經濟發展史上的中國奇跡,為世界經濟發展作出了中國貢獻,然而經濟高速增長的背后卻是以資源消耗、環境污染和生態退化為代價的,長期的粗放型經濟發展方式使得資源環境約束和生態環境退化等環境問題越發突出,各類環境污染和生態破壞現象高頻發生?！?020年全球環境績效指數》報告顯示,中國環境績效排名在全部參與排名的180多個國家中處于較為靠后的位置,甲烷強度、二氧化碳強度和氮氧化物強度的環境質量得分較低。工業部門是國民經濟和社會發展的基礎性部門,是國家經濟命脈所在。其在發展過程中滿足了國民物質生活基本需求,同時也消耗了大量的資源、能源,是中國污染物排放量最高的生產部門。

作為碳排放主要來源,工業部門的碳排放量在未來一段時間還會持續增長,給中國“3060”雙碳目標帶來巨大壓力。產業綠色化是綠色發展的內核,也是推進生態文明建設的重要載體,其中工業綠色發展更是重中之重[1]。作為一種可持續的經濟發展模式,工業綠色發展是基于產業結構優化調整下兼顧工業經濟持續增長和生態環境質量不斷提高的動態耦合過程。制造業綠色發展對于生態文明建設和產業結構優化升級意義重大,推進工業綠色發展是建設制造強國和振興實體經濟的重要舉措。為實現經濟可持續發展和舒緩環境污染負面效應,“十四五”規劃明確要健全現代環境治理模式,建立并完善地上地下、陸海統籌的生態環境治理制度,落實企業環境治理主體責任。生態文明建設和雙碳目標明晰了中國生態環境保護和經濟高質量發展的生態發展路線,對于加速中國低碳進程和建設美麗中國具有深遠影響。既然工業發展加劇了資源消耗和環境污染證據是明確的①據2020年公布的《第二次全國污染源普查公報》數據,目前中國工業污染源占總污染源的七成,已成為環境污染和能源消耗最為嚴重的部門。,那么從工業部門入手,探究環境治理工具何以影響工業綠色轉型,辨別何種類型的治理工具能有效推動工業綠色發展,對于夯實經濟高質量發展基礎、推動產業結構升級有啟示意義。

使用一種更加嚴格但設計恰當的環境規制工具會推動被規制企業在約束條件變動的背景下,動態調整企業內部資源配置,提高綠色技術創新效率,并能部分甚至完全抵消遵循環境規制成本,實現提高企業市場競爭力的同時解決區域環境污染問題。自“波特假說”提出以來,關于環境規制與工業綠色發展之間的關系,學界做了大量的理論探討和實證分析。但遺憾的是,現有研究的結論仍存在較大分歧,環境規制工具對于產業綠色發展究竟發揮著怎樣的作用尚未達成一致,“強波特假說”和“弱波特假說”并存。

多數文獻證實了環境規制能夠促進工業綠色發展,認為環境規制遵從“創新補償”效應,恰當的環境規制工具不僅能依靠制度本身的倒逼效應直接激發被規制主體綠色技術創新意識,還能依靠制度的市場效應間接推動企業踏上高質量發展之路[2-6]。同時也有部分文獻認為環境規制不利于工業綠色發展,表現為“遵循成本”效應[7-9]。還有極少數文獻認為,環境規制對綠色發展的正向影響效應需要一定時間的探索才會顯現。當規制力度越過一定門檻值時,其正向作用才會顯現,因而環境規制對工業綠色發展的影響是非線性的[10-12]。選擇何種規制工具對于工業綠色發展也至關重要,根據發展要素稟賦和比較優勢不同,不同類型的規制工具所發揮的影響效應也有所不同[13-15]。誠然,不同類型的環境規制工具對產業綠色轉型和工業綠色發展的影響也有其獨特的異質效應。其中,較多的文獻認為命令強制型和市場激勵型規制工具對環境污染和生態破壞行為的阻斷作用較強,而公眾參與型規制工具對綠色發展的促進作用還有待提升[16-19]。

綜上所述,已有文獻基于不同類型的環境規制工具,依托“波特假說”理論從不同角度深入分析了環境規制與工業綠色發展之間的關系,為研究工業綠色發展提供了理論基礎和經驗證據。但現有研究對環境規制及其異質性規制工具是否有利于綠色發展、綠色轉型、綠色增長、低碳減排等實證研究呈現出許多相悖的結論,至少就中國工業綠色發展而言,環境規制對其影響究竟起促進作用還是抑制作用,目前尚無定論。這為本文探究兩者關系留下了探索空間。同時,現有文獻忽略了不同類型環境規制工具引致的技術創新對于工業綠色發展究竟是發揮著“激勵效應”還是“擠占效應”。自“3060”雙碳目標提出以來,催生了一系列圍繞著碳封存、碳捕捉和碳利用的減碳綠色技術,環境友好型技術創新越來越受到關注。鑒于此,本文創新性地將綠色技術創新引入環境規制影響工業綠色發展的傳導路徑,運用中介效應模型探究綠色技術創新在不同類型的環境規制工具情形下的異質性作用。

二、機理分析與研究假說

(一)異質性環境規制的影響

1.行政命令型環境規制。行政命令型環境規制工具凸顯的是法律和行政手段,帶有強制性色彩,企業等市場主體沒有選擇權,只能被動地接受并遵守政府制定的各項規章、政策。不同于西方國家環境稅或財政補貼等市場化調控手段為主的環境規制措施,中國主要采取的是行政法規或政策績效考核的環境治理方式[20]。盡管該方法沒有市場調節那樣的高效率,但它制定了環境保護的底線,能快速地促使工業主體做出相應的行為決策,進而推動環境改善。也正因其采取的是公權力的方式迫使企業做出相應反應,致使部分企業“水土不服”,且由于政策執行成本太高,無法提供長期動態監管。同時地方政府在執行中央制定的環境政策時,可能會采取選擇性、消極性和象征性執行,再加上信息不對稱干擾,政府環境規制需要付出高昂的信息搜索成本和執法監督成本。出于利益最大化考量,地方政府和企業所選取的環境規制執行力度會有所差異,導致環境規制效果不盡如人意、環境問題依然嚴峻,甚至造成環境規制作用于工業綠色發展的效果朝著預期的反方向演進[21]。據《2021年氣候變化績效指數》,中國的氣候變化績效指數為“中等”,但能源利用和溫室氣體排放的績效指數均為“非常低”,同時氣候政策的績效指數則為“高”,各環境績效類別的表現不太協調,證實了環境規制政策存在執行偏差,頂層設計未達預期。據此提出研究假說1。

H1:行政命令型環境規制工具不利于工業綠色發展。

2.市場激勵型環境規制。市場激勵型環境規制工具是行政主體依據“污染者付費”原則而設計的,旨在通過征收排污費等市場手段引導企業降低污染物排放。相較于行政命令型環境規制工具,它給予了企業更多自主選擇權。行政部門在對各項經濟行為可能產生的污染排放進行約束的同時,將選擇權下移到企業個體,企業根據自身經營生產狀況進行決策。但市場激勵型環境規制工具依托的是市場調節機制,一旦在市場機制不夠完善,特別是碳排放交易許可市場尚未成熟以及各地環境稅率不一致的背景下,市場激勵型環境規制工具不但無法促進技術創新,反而會滋生“環境尋租”現象,加重企業環境治理負擔。事實上,由于政府配置資源的力度持續上升,近年來中國各地區的市場化進程并不均衡,某些區域和部門甚至出現了資源要素錯配和價格扭曲的亂象[22]。據此提出研究假說2。

H2:市場激勵型環境規制工具不利于工業綠色發展。

3.公眾參與型環境規制。公眾參與型環境規制工具來源個人和社會組織對企業的壓力。隨著社會公眾環保意識逐漸增強,以及社交媒體、短視頻、搜索引擎等網絡媒介的出現,尤其是視頻直播和微博等即時通信平臺的不斷完善,公眾越來越多地通過網絡媒體了解環境信息和表達自己的看法。在政府—企業—公眾多元共治的環境治理體系中,媒介傳播、輿論壓力和公眾行動會對那些環境破壞行為有很強的壓迫感[23]。公眾參與監督企業排污行為會迫使企業提前優化生產行為以避免嚴苛的行政干預,因此公眾監督也可以通過震懾污染企業達到與行政干預環境規制類似的效果[24]。根據利益相關者理論,為了契合利益相關者環保訴求,企業會不斷調整自身行為來確保各類要素持續穩定,而公眾參與正是連接企業與利益相關者的重要橋梁。隨著公眾對環境質量的訴求和呼聲持續高漲,環境保護在企業維護自身社會形象中的分量也越來越大。當發生污染事件時,社會公眾會通過集體談判、媒體曝光、信訪舉報等方式向當地污染企業施加壓力,迫使企業降低污染排放量,利益相關者和公眾參與的無形壓力會敦促企業進行綠色投資。工業企業囿于維護自身形象和社會信譽的考慮,會相應地增加資金投入以引進或研發綠色技術,實現“末端污染治理”向“源頭治理”轉變,從而取得先發優勢和占據市場有利地位。據此提出研究假說3。

H3:公眾參與型環境規制工具有助于工業綠色發展。

(二)綠色技術創新的中介效應

綠色技術創新是推動中國經濟發展與生態保護的重要路徑。在環境規制大背景下,掌握綠色環保技術的工業企業更容易掌握市場主導權。近年來中國對環境保護力度持續加大,相關法律法規相繼頒布,這使得各類市場主體尤其是高污染型企業進一步加強了對環境保護的重視度,試圖將綠色技術創新作為企業應對環境負外部性和塑造生態友好企業社會形象的重要途徑。依據“波特假說”,規制合適且執行得當的環境規制能促使工業企業技術創新,遵循創新補償效應,彌補甚至超過環境規制成本,從而實現經濟效益和環境保護協同。具體而言,企業為了盡可能地緩解環境規制帶來的負面影響,會選擇改進生產工藝和污染治理技術的方式來提高生產效率和規避政策影響。隨著綠色發展理念在實際中得以實踐,綠色技術和綠色標準不斷推廣和應用,終端消費市場對綠色環保產品的需求強度上升,迫使企業主動調整投資結構和生產決策,采取綠色技術創新的方式擴大綠色產品和服務供給漸進成為企業戰略管理中的重要調整方向。因此,環境規制所產生的經濟效益不只是綠色生產前沿面外移,還在于技術研發過程中所累積的組織管理經驗、人力資本和相關配套技術措施帶來的規模效益。結合實際來看,黨的十八大后“史上最嚴格”生態環境保護制度逐漸落實,這一過程無疑給企業發出了環境管制只會越來越嚴格的信號,企業會相應地減少末端治理投入,轉而增加綠色技術創新以獲取長期潛在收益。據此提出研究假說4。

H4:環境規制能通過綠色技術創新的中介效應正向影響工業綠色發展。

綜上,環境規制影響工業綠色發展機制路線,如圖1所示。

圖1 環境規制影響工業綠色發展機制路線

三、工業綠色發展測度及演進動態

(一)EBM-ML指數法

度量工業綠色發展水平是本文的核心環節之一,主要從資源配置效率視角出發,綜合考慮要素消耗和環境污染,將工業發展過程中的環境破壞量納入工業生產核算體系,采用工業綠色全要素生產率來表征工業綠色發展。

數據包絡分析法將“單投入”拓展為“多投入”,從而可以評價多投入、多產出時的同類決策單元,還很好地避免了參數法的擬合不一致性和無法收斂產生的無解問題,現已被廣泛用于生產效率的評價[25-26]。因單一徑向距離函數或非徑向距離函數還不能很好地處理生產函數中的非期望產出,一般而言,勞動力、資本、土地等投入要素與產出的關系是非徑向的,而環境破壞和資源消耗與期望產出則是徑向的關系,此時傳統的超效率SBM模型無法處理這種徑向與非徑向關系同時存在的情況。針對這一缺陷,Tone等[27]提出了一種兼具徑向與非徑向兩類距離函數的混合模型EBM(Epsilon-Based Measure)。該模型既包含了決策單元與強有效目標值的差距中等比例改進部分,還能衡量該差距間松弛變量的改進量。假設有n個決策單元,每個決策單元使用m種要素投入xoj(o=1,2,…,m),產生s種期望產出yrj(r=1,2,…,s)和q種非期望產出upj(p=1,2,3,…,q),那么基于規模報酬不變和混合距離的EBM模型線性規劃式為:

在式(1)和約束條件式(2)中,xok、yrk和upk分別為投入要素、期望產出和非期望產出;分別為第o種投入要素、第r種期望產出和第p種非期望產出的松弛量,若松弛變量均值不為0,表明在工業實際生產過程中效率并非最優,工業技術效率還有邊際改進和提高的空間;分別為投入要素、期望產出和非期望產出的權重系數,三者的和為1;θ和φ為徑向條件下的效率值;ε為效率值計算過程中非徑向部分的重要度。

因工業生產具有連續性、長期性的特征,在長期內,工業生產技術總是不斷變動的,例如工業制程重大技術突破、產業鏈條拓展所產生的規模經濟、企業管理效率改善等都可能引致工業企業生產技術不斷提高,而靜態EBM模型則無法綜合考量這些特征。為更好地刻畫工業企業生產效率的動態演進特征,借鑒Chung等[28]基于環境數據包絡分析法和方向性距離函數所提出的Malmquist-Luenberger生產率指數(ML指數)對其進行測度,并對效率進行分解。將EBM混合距離函數和ML指數進行結合,構成t到t+1期的工業綠色全要素生產率指數表達式為:

式(3)表示的是t到t+1時期的工業綠色全要素生產率。其中,i表示地區,t表示時間,ML指數即為本文所測算的工業綠色發展水平。EBM-ML指數可以進一步分解為綠色技術效率指數(GEC)和綠色技術進步指數(GTC),其表達式為:

EBM-ML指數及其分解項的判斷標準為1。當指數大于1時,表明決策單元綠色全要素生產率提高,生產情況變好;反之則表示綠色全要素生產率降低,生產狀況惡化。

(二)評價體系

在測度工業綠色全要素生產率及其分解的過程中,需要涉及投入變量和產出變量的選擇。參照已有文獻評價工業綠色發展所構建的指標體系[29-31],遵循科學性和數據可得性,本文選取4個投入變量、2個期望產出變量和3個非期望產出變量來構建工業綠色全要素生產率評價體系,各變量的具體說明見表1。

表1 工業綠色發展評價體系

測度工業綠色全要素生產率的各個投入產出指標數據來源相應年份的《中國環境統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國工業統計年鑒》以及國家統計局。缺失值采用插值法進行補齊。需要說明的是,雖然2015年之后工業廢水排放量和二氧化硫排放量在《中國環境統計年鑒》仍有公布,但統計口徑卻發生了變化,為了保持數據的連續性和一致性,本文采用了ARIMA模型對各地區2016—2018年的工業廢水排放量、工業二氧化硫排放量和2018年的工業固體廢物產生量進行預測。

(三)工業綠色發展描述性分析

基于2004—2018年中國30個省份(西藏、港澳臺除外)的投入產出面板數據和EBM-ML指數法,借助Max DEA 8.0平臺測算考察期內中國工業綠色發展水平的動態演進態勢,并將其分解為綠色技術進步指數(GTC)和綠色技術效率指數(GEC),結果見表2。

表2 各省份工業綠色發展水平

由表2可知,從整體層面來看,中國工業綠色發展的綠色全要素生產率指數的均值為1.077,年均增長7.7%;工業綠色技術效率指數的均值指數為0.987,年均下降1.3%;而工業綠色技術進步指數的均值為1.090,年均增長9%。這些結果表明,在考察期內中國工業綠色發展的源泉主要在于工業綠色技術進步指數的提高,而綠色技術效率對工業綠色發展的提升效用不足,甚至有著抑制效果。換言之,中國工業綠色發展的推動力主要是生產前沿邊界的“外移”,并不是固定生產前沿邊界各決策單元相互“追趕”產生,工業綠色轉型發展呈現出“一條腿”走路的局面,雙輪驅動格局還未產生,此類現象在中國東部地區和西部地區尤為明顯。從區域差異來看,西部地區的工業綠色發展水平低于全國平均水平,其綠色全要素生產率指數年均下降1.2%,降幅較大,這在一定程度上牽制了西部地區工業綠色發展。再從各省份來看,大多數省份的工業綠色全要素生產率指數均值大于1,只有黑龍江的綠色全要素生產率呈現出下降趨勢,這可能與其固有的工業產業結構有關,重化工業所占比重偏高。再從各個省份分解的指數來看,約一半地區的工業綠色技術效率呈現出下降趨勢,再次印證了中國工業綠色發展主要由綠色技術進步推動的結論。

四、實證策略與模型構建

(一)變量選取

1.被解釋變量,工業綠色發展(GTFP)?；诠I綠色全要素生產率視角,將上文EBM-ML指數法測算的工業綠色全要生產率作為代理變量。因EBM-ML指數法測度的工業綠色全要素生產率表示的是t到t+1時期的增長率,而非工業綠色全要素生產率本身,因此需要做進一步處理。本文以2004年為基期,其余年份的工業綠色全要素生產率為當年EBM-ML指數與前面所有年份工業綠色全要素生產率的累積值。

2.核心解釋變量,環境規制。在現有文獻中關于環境規制的衡量沒有統一標準,基于數據的可獲得性,本文分別選取以下指標作為環境規制的代理變量:行政命令型環境規制工具(EA),選用“三同時”項目環保投資總額占工業增加值的比重作為代理變量;市場激勵型環境規制工具(EM),選取各地區排污費入庫金額作為代理變量;公眾參與型環境規制工具(EP),選取各地區公眾關于環境問題來信、來訪批次量以及黨政機關報道的環境保護新聞通稿數量三者總和作為代理變量。

3.中介變量,企業綠色技術創新(GTI)。采用上市公司綠色專利申請量作為代理變量。對于上市公司綠色專利申請量的篩選,本文依據世界知識產權組織(WIPO)于2010年推出的“國際專利分類綠色清單”對其做分類。該綠色清單依據《聯合國氣候變化框架公約》中對綠色專利的劃分標準生成。包含了交通運輸、廢棄物管理、能源節約、替代能源生產、行政監管與設計、農林、核電共計7個大類。借鑒齊紹洲等[32]的研究,選取替代能源生產類、廢棄物管理類以及能源節約類的專利作為綠色專利的具體項目。

4.控制變量,為緩解環境規制工具以外重要遺漏變量對模型估計造成的偏誤問題,力求無偏估計,本文在模型中還引入了4個控制變量。具體的控制變量為:城鎮化率(Urba),使用城鎮人口占總人口的比重作為代理變量;市場化(Mar),使用樊綱市場化指數作為代理變量;金融支持(Fin),使用金融貸款余額作為代理變量;外商直接投資(FDI),使用各省份實際利用外商投資額作為代理變量。

(二)模型構建

為驗證環境規制對工業綠色發展的影響效應,基于上述對于各變量的界定與選取,本文建立了以下計量經濟學模型:

式(5)中,i=1,2,3,…,N表示不同的省份個體,t=1,2,3,…,T表示年份,α表示待估系數,ε表示服從白噪聲過程的隨機擾動項,νi表示個體固定效應,μt表示時間固定效應,E為環境規制。進一步地,為了識別企業綠色技術創新對于工業綠色發展是否存在中介效應,構建以下遞推方程組:

鑒于傳統檢驗中介效應的逐步回歸法存在檢驗功效較低等缺陷,本文使用Sobel檢驗法來驗證綠色技術創新的中介效應。該方法修正了傳統逐步回歸法功效低和必須以主效應顯著為前提的缺陷,能夠很好識別中介效應[33]。

(三)數據來源

三種環境規制工具代理變量的原始數據主要來自《中國環境年鑒》《中國環境統計年鑒》;綠色專利數據來自國家知識產權局;城鎮化率、外商直接投資和金融貸款余額原始數據主要來自國家統計局和EPS數據庫;市場化指數來自《中國分省份市場化指數報告(2018)》。極少數缺失值采用的是三條函數插值法補齊。

五、實證檢驗與結果分析

(一)基準回歸結果分析

對靜態面板數據做擬合計算需要選擇合適的計量模型。常見的估計方法有混合最小二乘法(POLS)、隨機系數模型(RE)以及固定效應模型(FE)。F檢驗和豪斯曼檢驗結果均在1%水平拒絕原假設,表明FE模型為最優模型,因此本文選用固定效應模型進行擬合分析。同時為了驗證各類環境規制工具對工業綠色發展的影響是否是非線性的,還將各規制工具的平方項納入了模型。具體的擬合結果,見表3。

表3 基準回歸分析

由表3可知,異質性環境規制工具至少在5%水平上顯著影響工業綠色發展,但各類型的環境規制工具對工業綠色發展的影響不盡相同。

1.行政命令型環境規制的擬合系數為-0.135且通過了1%顯著性檢驗,表明行政命令型環境規制工具抑制了工業綠色發展,驗證了假說1。政府制定相關法律法規本意是為了促進工業綠色發展,但在實際過程中卻產生了相反的效果。其可能的解釋是:一是部分“一刀切”的政策、法規對于不同企業不能精準實施,存在“水土不服”現象,出現政策失靈問題;二是政策、法規具有強制性,企業對于規制政策只能被動地接受,同時綠色技術創新并不是一蹴而就的,因而部分工業企業可能會缺乏創新動機,甚至還可能會產生抵制情緒,這不利于工業綠色發展;三是強制性的政策、法規直接增加了企業負擔,企業為達到既定行政規制目標,須增加環境治理費用或減少產品生產以控制污染物排放量,這種環境保護是以犧牲企業生產效率為代價,出現“成本遵循”效應。從平方項來看,其估計系數為-0.002未通過顯著性檢驗,表明不存在非線性關系。

2.市場激勵型環境規制的擬合系數為-0.255且通過了1%顯著性檢驗,表明市場激勵型環境規制抑制了工業綠色發展,驗證了假說2。其可能的解釋是,“波特效應”的發揮與市場化進程密切相關,市場化水平影響著環境規制如何發揮作用[34]。不完善的市場體系導致市場激勵型環境規制工具無法發揮作用,在“成本受損”與“創新補償”的博弈過程中,由于短期內很難實現重大技術突破,企業基于生產經營實際的考量,可能會缺乏技術創新的動力。此外,市場激勵型環境規制通過企業外部性成功內部化的方式來倒逼企業轉型發展,但成本內部化的方式加劇了企業經營成本,這會抑制綠色技術創新,不利于工業綠色發展。從平方項來看,其擬合系數為-0.017未通過顯著性檢驗,表明不存在非線性關系。

3.公眾參與型環境規制的系數為0.071,且通過了5%顯著性檢驗,表明公眾參與型環境規制能夠顯著倒逼工業企業進行綠色發展,驗證了假說3。隨著公眾環保意識的逐漸升高,為了維持良好的社會形象,塑造良好的社會信譽,迫于輿論壓力,傳統工業企業不得不提高技術創新、改進生產工藝、加大環境治理力度、降低污染物排放量,因而公眾參與型環境規制能推動工業綠色發展。但從平方項來看,其擬合系數為-0.031且在1%水平上顯著,表明公眾參與型環境規制工具對工業綠色發展的影響呈現出先促進后抑制的“倒U型”關系。

(二)內生性問題

雖然本文采用固定效應模型和添加控制變量的方式緩解因遺漏重要變量產生的內生性問題,但模型設置仍要面對互為因果內生關系的威脅。為解決反向因果內生性問題,借鑒Hering等[35]和杜龍政等[36]的做法,選取空氣流通系數作為工具變量,然后使用兩階段最小二乘法(2SLS)做擬合計算?？諝饬魍ㄏ禂档臉嫿ǚ椒?

式(9)中,WS和BLH分別表示風速和大氣邊界層高度,AC為空氣流通系數。依據歐洲中期天氣預報中心(ECMWF)公布的全球0.75°×0.75°網格的10米高度風速和邊界層高度柵格數據庫,首先利用ArcGIS

10.5軟件將氣象柵格數據解析為能夠直接使用的數據,然后計算出各網格相應年度的空氣流通系數,最后參照樣本內各省份省會城市經緯度信息對各個省份的流通系數進行匹配。

從理論層面來看,空氣流通系數與環境規制力度強烈相關。當空氣流通系數較低時,工業排放的PM2.5、二氧化硫、工業粉塵等污染物不易擴散,環境難以自凈。因而,在空氣流通系數較低的省份和年份,環境規制力度會更加強烈。由于空氣流通系數僅取決于區域內部氣候條件等自然環境,因而可以認定空氣流通系數與工業綠色發展之間不存在直接聯系。此外,為了防止弱工具變量問題,還加入了環境規制工具的滯后項作為第二個工具變量。

由表4可知,工具變量有效性檢驗的結果顯示,本文選取的工具變量不存在弱工具變量、識別不足以及過度識別問題。再從具體的擬合結果來看,各個環境規制工具的擬合系數與基準回歸結果相似,至少符號方向是高度一致的,只是顯著性有輕微變化,但仍在可接受范圍內。因此,基于嚴格因果推斷而識別出的環境規制對工業綠色發展的影響效應仍然支持基準回歸分析中的結論。

表4 內生性處理

(三)穩健性檢驗

為了驗證基準回歸結果的穩健性,采用以下兩種方法進行檢驗。

1.更換被解釋變量?？紤]到現階段在綠色全要素生產率的測度過程中,SBM-ML模型仍然被廣泛用于生產效率的測算,因而選用SBM-ML指數來代替EBM-ML指數,估計結果見表5中的第(1)-(3)列。

2.更換穩健標準誤。在短面板估計過程中,異方差、截面相關和自相關問題是不得不面對的難題和威脅。如果回歸模型的擾動項存在條件異方差,通常的解決辦法是使用穩健標準誤,盡管上文為消除異方差問題采取了數據對數化和穩健標準誤的方式,但自相關和截面相關問題還未考慮,對此將穩健標準誤更換為DK標準誤對其進行修正,估計結果見表5中的第(4)-(6)列。

表5 穩健性檢驗

由表5可知,各類型環境規制工具對工業綠色發展之間的影響關系與基準回歸結果大致保持一致,至少相互關系和顯著性未發生明顯變化,因而可以認定基準回歸結果是穩健的且是可靠的。

(四)綠色技術創新的中介效應檢驗

上文揭示了環境規制對工業綠色發展的影響效應,為驗證綠色技術創新在其傳導過程中發揮著何種中介作用,根據遞推方程式,采用Sobel中介因子檢驗法模型對面板數據進行擬合,結果見表6。

表6 中介效應檢驗

由表6可知,三個環境規制工具Sobel檢驗的z值至少在5%水平上顯著,表明綠色技術創新的中介效應是成立的,各類型的規制工具均能通過綠色技術創新的中介來影響工業綠色發展,只是綠色技術創新在其傳導過程中所扮演的中介作用有所不同。具體而言,公眾參與型和市場激勵型環境規制的Sobel值顯著為正,表明存在正向中介作用,符合假說4。但行政命令型環境規制工具的Sobel值顯著為負,表明存在負向調節作用,環境規制通過綠色技術創新這個中介抑制了工業綠色發展,與假說4不符,其可能的原因在于,現階段中國仍存在一定程度的市場扭曲和資源配置效率不高等情形。李俊青等[37]的研究表明,在市場扭曲和制度不完善的經濟體中,企業進入與退出需要面臨極其昂貴的“菜單成本”和用工成本,此時雖然環境規制抵制了低效率、高污染工業企業的市場參與行為,但是退出企業的市場份額和生產效率卻難以用較低的成本重新配置到其他企業,更高效的潛在進入者也會因市場進入壁壘和政策不確定性望而卻步。因此,行政命令型環境規制工具通過公權力促使企業做出環境保護行為,企業沒有選擇的余地,只能被動接受,在短時期內加劇了企業生產成本,致使企業產生“成本受損”效應。此外,企業可能不具有相應的財力和物力進行綠色技術創新,因而綠色技術創新的正向效應未被激活。

六、結論與建議

工業綠色全要素生產率不僅是刻畫工業綠色發展的關鍵指標,還是衡量工業發展質量的重要指標。本文先是采用EBM-ML指數測度了中國2004—2018年30個省份的工業綠色發展水平,然后再利用面板固定效應模型和中介效應模型實證檢驗了3種不同類型的環境規制工具與綠色技術創新對工業綠色發展的影響。研究結果表明:第一,考察期內中國工業綠色全要素生產率呈現出增長態勢,年均增長7.7%。其主要的增長動力在于工業綠色技術進步指數的提高,而工業綠色技術效率則抑制了工業綠色全要素生產率的提升,呈現出明顯的“一條腿”走路的局面。工業綠色全要素生產率的增長呈現出顯著的區域異質性,表現出中部領跑、西部追趕的區域分異格局。第二,不同類型的環境規制工具對工業綠色發展的影響效應有所不同。其中,公眾參與型環境規制工具對工業綠色發展的影響呈現出先促進后抑制的“倒U型”關系,而行政命令型和市場激勵型環境規制工具對工業綠色發展有抑制作用。在綠色技術創新的中介因子影響下,公眾參與型和市場激勵型環境規制工具能很好地發揮綠色技術創新的中介作用,能促進工業綠色發展;行政命令型環境規制工具還不能發揮綠色技術創新對工業綠色發展的推動作用。

為推動工業綠色發展,結合研究結論,提出以下政策建議。

1.完善工業綠色技術創新與成果轉化機制。首先,充分發揮好政府指引工業綠色發展的“引路人”作用,加大工業企業綠色技術創新的財政傾斜力度,可以通過行業標桿宣傳、樹立典型等方式發揮好“專精特新”企業技術創新的“領頭羊”作用,激發工業企業自主創新和工業綠色轉型的內在動力。其次,重視“干中學”和管理效率等方面的提升,加強行業間信息交流與產業配套聯系,努力營造有利于企業生產效率提升的各種條件。最后,將工業發展嵌入數字經濟,積極推進工業互聯網、工業數字化、智能化和綠色化發展,如通過信息和數據要素共享,實現工業綠色與互聯網融合發展;推動工業企業大規模進行數字化轉型布局,以信息化和數智化手段開展能源消耗與環境污染的動態監管和實時把控,提升資源利用率。

2.拓寬優化公眾參與環境治理的渠道和路徑。為使更多的社會公眾參與環境保護,相關職能部門應積極完善相關的法規法令,嚴格執行政府信息公開制度,加大企業環境污染信息披露制度建設。通過環保知識普及與宣傳的方式,提高全民環保意識。對于不同受眾知識群體,可以采取職業教育、法律宣傳和路演相結合的方式進行普及推廣。鼓勵社會公眾參與政府的環保決策,引導公眾踐行綠色生活方式,增強社會主人公意識,重視并發揮公眾的監管作用,努力營造全民監督的社會風尚。同時,需要警惕不切實際、盲目運用公眾輿論規制的跟風行為,以免環境規制對工業企業的影響軌跡出現“重組”現象,引發綠色悖論效應。

3.因地制宜謀劃政策設計,提升環境政策治理精度。任何環境規制工具都具有其優越性與局限性,推動工業綠色發展的某個最優規制政策并不存在,需要采取集標準和管制政策、財稅政策、自愿協議、信息工具和技術研發政策于一體的綜合性規制工具。具體而言,可以通過優化完善“多規融合”頂層設計,因地制宜地制定相關政策,堅決取消和抵制“一刀切”等形式主義做法。針對不同地區實際情況,出臺細化防范措施,提升執法隊伍水平,規避以強化工業污染治理為由干擾企業正常經營生產、抑制企業生產積極性的低效環保行為。突出環境保護在政績考核中的作用,堅決杜絕政府對企業的不當干預和因“政績沖動”過度追求企業投資規模而不加篩選地引進不適宜企業等行為。同時,維護好企業自主生產經營權,努力營造公平競爭的市場環境,優化營商環境,鼓勵企業環境治理由“末端治理”轉向“前端預防”,最大限度地緩解行政環境治理效率損失問題。積極引導社會資本進入環保領域,完善綠色信貸技術支持體系,健全綠色融資的監督管理制度,努力緩解企業環保資金壓力。